Chapitre 6
Structures familiales, encadrement communautaire et survie des enfants
p. 161-182
Texte intégral
1Depuis les années 1950, la mortalité des enfants a considérablement baissé en Afrique de l’Ouest, avec un risque de décéder avant l’âge de 5 ans divisé par 2,5 (137 ‱ en 2005-2010, contre 340 ‱ en 1950-1955, United Nations, 2013). Cette baisse a été portée par le recul de la mortalité infectieuse, caractéristique de la première phase de la transition sanitaire, et les progrès dans l’accès aux soins préventifs et curatifs (campagnes de vaccination, diffusion des antibiotiques, développement des infrastructures sanitaires [Meslé et Vallin, 2002, 2003 ; Pison, 2007]). Conjointement au recul de la mortalité, les inégalités se sont développées entre pays et au sein des pays (Tabutin et Schoumaker, 2004), selon le milieu de résidence, le niveau de scolarisation et les catégories socioéconomiques. Si de nombreux travaux ont documenté ces différentiels à l’échelle nationale, on sait en revanche peu de choses sur les inégalités de mortalité au sein des différents sous-groupes de la population et sur la progression de ces inégalités à mesure que la mortalité baisse. En particulier, certaines parties de la population, pourtant largement représentées, sont peu étudiées dans cette perspective : la population rurale, majoritaire en Afrique de l’Ouest (66 %, United Nations, 2014), la population non instruite (40 % des 15 ans et plus en Afrique subsaharienne, PNUD, 2014), ou encore celle qui ne fréquente pas ou peu les centres de soins (une naissance sur deux se déroule sans assistance médicale en Afrique de l’Ouest, PRB, 2011).
2Même si, en début de transition sanitaire, l’amélioration de la santé des enfants est très sensible aux facteurs exogènes (et donc aux programmes de masse comme les campagnes de vaccination), n’y a-t-il pas aussi des facteurs agissant sur l’apparition ou le renforcement d’inégalités de santé des enfants à l’échelle méso-démographique ? Comment l’environnement familial des enfants joue-t-il sur leurs chances de survie dans un contexte de mortalité infanto-juvénile élevée ? Les structures sociales et familiales ont-elles un rôle régulateur efficace, ou bien laissent-elles une place à la production d’inégalités de santé envers les enfants ?
3C’est à cette question du lien entre l’environnement familial de l’enfant et les risques de mortalité en situation de transition sanitaire, que ce chapitre est consacré. En partant du cas des sept villages participant au programme Suivi longitudinal au Mali (Slam), nous tâcherons de savoir si le cadre socio-familial dans lequel les enfants grandissent a un effet sur leurs chances de survie, et si certains environnements familiaux sont plus propices que d’autres à préserver la vie des enfants. Nous utiliserons pour cela les données de l’enquête renouvelée permettant d’étudier le devenir des individus en fonction des caractéristiques de leur groupe domestique sur la période 1976-2009 (voir chapitre 1).
I. Environnement familial et survie des enfants : deux grilles de lecture contrastées
1. Des régulations sociales qui limitent l’effet des structures familiales sur la mortalité
4Différents travaux ont décrit les sociétés rurales d’Afrique subsaharienne en mettant en évidence la force des structures communautaires, des normes collectives et du contrôle social limitant l’initiative individuelle. Les adultes sont insérés dans un réseau de relations, de devoirs et d’obligations qui conditionne, sinon freine, leur capacité d’action vis-à-vis de leurs enfants. Par le jeu d’échanges et de solidarités multiples, les responsabilités à l’égard de l’enfant sont généralement partagées au sein d’un réseau familial qui dépasse le couple parental et la parenté la plus proche. L’enfant grandit et se déplace dans un environnement familial dense et complexe (Lloyd et Desai, 1992 ; chapitre 3) où les parents ne sont pas seuls à assumer les rôles de soins et d’éducation (Adams et al., 2002 ; Castle, 1995). La mobilisation de ce réseau élargi permet une redistribution des coûts liés aux enfants, notamment quand la charge reproductive est la plus lourde pour les femmes ; elle se présente aussi comme une solution face aux aléas de la vie, par exemple en cas de décès d’un parent ou de contrainte économique sévère. Ces logiques collectives contribuent à limiter les inégalités interindividuelles et à favoriser un traitement équitable de tous les enfants. À ce titre, une situation bien documentée est celle du confiage des enfants, pratique ancienne et toujours vivace qui permet de redistribuer, au sein d’un maillage relationnel large, la charge que représentent les enfants. Cette pratique peut ainsi contribuer à niveler les inégalités comme l’ont montré des travaux sur le Ghana et la Zambie (Eloundou-Enyegue et Kandiwa, 2007). Ces logiques collectives auraient ainsi une fonction régulatrice et seraient un frein à une différenciation des niveaux de mortalité des enfants. Dans cette perspective, la mortalité des enfants dépendrait peu, voire pas du tout, des configurations familiales d’appartenance, mais davantage de la cohésion sociale et de la force des solidarités familiales et communautaires.
5Plusieurs recherches s’appuyant sur les enquêtes démographiques et de santé (EDS/DHS) ont, en effet, montré une absence de liens entre les structures familiales et la santé des enfants. Une étude portant sur onze pays d’Afrique subsaharienne au début des années 1990 conclut qu’à même situation socioéconomique, la santé des enfants (être vacciné) n’est pas corrélée à la structure des unités familiales (nucléaire, étendue latéralement et verticalement [Gage et al., 1996]). Un résultat similaire est obtenu sur la malnutrition des enfants de 6 mois à 3 ans au Mali à partir de l’Enquête démographique et de santé (EDS) de 1987 : ni le nombre de frères et sœurs, ni la situation conjugale de la mère, ni les ressources socioéconomiques ne sont corrélées à l’état nutritionnel des enfants (Desai, 1992).
2. Des effets spécifiques de certaines configurations familiales sur la mortalité des enfants
6À l’inverse, un certain nombre de travaux menés en Afrique subsaharienne ont mis en évidence une relation entre les configurations familiales et la mortalité des enfants, notamment en fonction de la taille et la structure des unités familiales. L’une des principales hypothèses examinées dans la littérature porte sur les inégalités dans l’attribution des ressources disponibles. L’argument est que les unités familiales composées de nombreux membres (famille élargie, polynucléaire, polygamique), bien qu’étant en général plus riches que les autres, ont un effet défavorable sur la survie des enfants en raison de la pression sur les ressources et de la dispersion de celles-ci sur un grand nombre de personnes. L’hypothèse d’une telle dilution a été parfois vérifiée en comparant les familles pratiquant la polygamie et les autres. L’effet négatif de la polygamie sur la santé des enfants s’exercerait via plusieurs mécanismes : la pression sur les ressources, l’accroissement des obligations du chef de famille à l’égard d’un très grand nombre de personnes au sein et à l’extérieur de l’unité domestique (Strassmann, 1997), la polarisation des ressources sur certains membres du groupe tels que les enfants de la personne qui dirige le ménage (Strassmann, 2000), ou encore la concurrence entre coépouses en faveur de leurs propres enfants. Toutes les études ne confirment pas ces résultats, certaines concluant à l’absence d’effet de la polygamie (Desai, 1992 ; Sear et al., 2002) ou à des effets positifs sous certaines conditions (Amankwaa et al., 2003 ; Isaac et Feinberg, 1982). Cependant, les effets négatifs de la polygamie sur la mortalité des enfants semblent plus souvent attestés que l’inverse (Amey, 2002 ; Rasugu Omariba et Boyle, 2007 ; Smith-Greenaway et Trinitapoli, 2014).
7La taille et la complexité de l’environnement familial peuvent aussi jouer sur la mortalité des enfants en fonction de la position hiérarchique qu’y occupent les mères. Ainsi la faible autonomie des mères, lorsqu’elles sont en position de subordination vis-à-vis des femmes plus âgées du groupe, limiterait leur capacité d’initiative, de négociation et d’action en matière de soins pour leurs enfants (Castle, 1993 ; Holten, 2013 ; Simon et al., 2002).
8Un autre élément débattu dans la littérature porte sur la présence des parents biologiques, en particulier des mères, et son influence sur la survie de l’enfant. Cette présence protégerait l’enfant, surtout pendant la période où le nourrisson est dépendant de l’alimentation maternelle. Cet effet protecteur n’est pas toujours vérifié au-delà des premiers mois de vie (Madhavan et Townsend, 2007 ; Sear et Mace, 2008), et les travaux sur le bien-être des enfants en situation de confiage ont donné lieu à des résultats variables. Ainsi la pratique du confiage est associée, dans certaines conditions, à un moins bon statut nutritionnel et à un plus faible accès aux soins de santé, mais uniquement pour les plus jeunes enfants (Bledsoe et al., 1988 ; Bledsoe et Brandon, 1989). Selon certains travaux, la qualité des soins maternels compte bien plus que la présence de la mère en tant que telle (Hilderbrand et al., 1985 ; Hill et Randall, 1984).
9Dans la suite de ce chapitre, nous mettrons à l’épreuve ces deux approches en mobilisant des données originales qui retracent le devenir des enfants (survie ou décès) en fonction des caractéristiques de leur unité domestique (structure, composition, conditions matérielles).
II. Contexte2
1. Structures communautaires et familiales : le nivellement érigé en système
10La population des Bwa est structurée par une organisation sociale qui entrave les différenciations socioéconomiques et déprécie les comportements de distinction à l’échelle individuelle et familiale (Capron, 1988 ; Hertrich, 1996). En dépit de nombreux changements laissant plus de place aux initiatives individuelles (relâchement des cadres matrimoniaux, recul de l’âge au mariage, développement des migrations des adolescentes [Hertrich et Lesclingand, 2012]), les cadres communautaires structurent fortement la vie des individus. Tout repli sur soi des groupes familiaux est entravé par cette organisation qui favorise les relations de voisinage et la convivialité (Hertrich, 1996). Ce fonctionnement alimente un sentiment d’attachement fort à la communauté et un contrôle social permanent qui freine les comportements distinctifs. Cette vie communautaire est facteur d’homogénéité socioéconomique : les surplus économiques sont dépensés les jours de fête, décourageant l’accumulation. Par ailleurs, elle assure certainement une fonction de veille pour repérer des comportements déviants ou des situations critiques, notamment vis-à-vis des enfants. Enfin, elle conditionne aussi les formes du changement social : il est difficile d’innover, mais quand un nouveau comportement est introduit, il se diffuse rapidement.
11Le groupe domestique (zun) correspond à l’unité de production et de consommation qui réunit les individus qui travaillent et mangent ensemble (voir chapitre 1). Son responsable (zunso) est en principe l’aîné des hommes. La préparation des repas est assurée à tour de rôle et pour l’ensemble du groupe domestique par les femmes mariées. Les membres de la zun se réunissent pour les repas, en principe deux fois par jour, en se regroupant autour des plats selon le sexe et l’âge. Il y a donc peu de place pour des inégalités de traitement alimentaire des enfants lors de ces repas collectifs. Des différences d’accès à la nourriture entre enfants ne pourront s’exprimer, le cas échéant, qu’au travers des suppléments qu’une mère (ou un autre adulte) donnerait à certains en dehors des repas communs.
2. L’environnement familial du point de vue des enfants
12Les enfants grandissent dans un environnement relationnel très dense (voir chapitre 3) et disposent d’une panoplie large et diversifiée d’interlocuteurs et d’interlocutrices : au sein de l’espace villageois avec ses relations de voisinage et ses manifestations festives, au sein de la zun où l’enfant côtoie aussi bien d’autres enfants de même âge qu’une parenté remontant parfois sur plusieurs générations, ou encore sous la forme de relations directes à l’occasion des soins quotidiens.
13Les parents biologiques sont loin d’occuper une place de monopole vis-à-vis de l’enfant. Ils sont certes très présents dans la petite enfance, mais pas toujours ensemble et pas toujours sur le temps long. Ainsi, dès l’âge de 5 ans, un cinquième des enfants vit dans une zun sans sa mère et un quart sans son père (voir chapitre 2). Passé l’âge de 8 ans, plus d’un·e enfant sur cinq vit dans une zun ne comptant aucun de ses parents, une situation qui traduit la mobilité des enfants3, ainsi que la mobilité et la mortalité des adultes.
14Au cours des trois dernières décennies, les caractéristiques morphologiques de l’environnement familial des enfants ont peu évolué, et quelques statistiques suffisent à illustrer l’étendue et la complexité de cet environnement relationnel (figure 1). Ainsi, parmi les enfants de moins de 10 ans, près de 60 % vivent dans des groupes domestiques comptant au moins dix personnes, et près de la moitié appartiennent à une unité polynucléaire. Même quand l’unité familiale compte un seul couple, il est fréquent que d’autres personnes apparentées soient également présentes : des frères et sœurs célibataires du zunso, une parente de son épouse, des enfants confié·es, une personne âgée (mère, épouse d’un frère du père, etc.). Près de 60 % des enfants appartiennent à une zun dont un quart des membres au moins ne fait pas partie de la cellule nucléaire du zunso. Seule une minorité (20 %) appartient à une unité se réduisant à un noyau nucléaire (le zunso, son ou ses épouses et ses enfants).
Figure 1. Proportion d’enfants de moins de 10 ans vivant dans une zun de caractéristique donnée (%)

Source : Slam (Suivi longitudinal au Mali)/Recensement national de la population et de l’habitat du Mali, 1976 et enquête renouvelée, 1988-2009.
3. Le contexte sanitaire
15Défendue par les politiques de décentralisation des années 1990, l’approche participative des communautés a profité aux structures sanitaires avec la mise en place de nouvelles structures de soin dans le cadre des politiques de santé publique et de soins de santé primaires. Ainsi le dispensaire de la petite ville dont dépendent les villages de l’étude a évolué après sa création en 1964, pour devenir un centre de santé communautaire en 2004 comprenant un dispensaire, une maternité et un dépôt de médicaments. Il développe son action dans chaque village avec la formation et le suivi d’une personne « relais communautaire » et d’une « accoucheuse traditionnelle recyclée ».
16La mortalité a significativement baissé depuis les années 1950, mais touche encore un·e enfant sur sept avant l’âge de 5 ans à la fin des années 2000, sans différence selon le sexe. Cette évolution est proche des tendances nationales du Mali. L’enquête ne renseigne pas les causes de décès, probablement largement liées aux maladies infectieuses et parasitaires comme dans les autres régions à niveau équivalent de mortalité des enfants.
III. Données et méthodes
1. Un suivi semi-longitudinal des individus
17Les obstacles sont nombreux quand on veut évaluer l’influence de l’environnement familial sur le devenir de l’enfant à partir des enquêtes statistiques classiques, à passage unique. D’une part, l’environnement familial y est abordé de manière partielle, en mettant l’accent sur le ménage (une unité de collecte dont la pertinence analytique a été largement critiquée [Randall et al., 2011 ; Gastellu, 1980 ; Pilon et Vignikin, 2006 ; voir aussi le chapitre 3]) ou sur les relations parents/enfants, dans des contextes où la prise en charge des enfants relève pourtant d’un réseau familial élargi. D’autre part, la situation familiale est saisie au moment de l’enquête et non au moment de l’événement étudié (le décès), un décalage qui s’avère problématique dans des sociétés où les configurations familiales sont complexes et en constante transformation. Enfin, la dimension nationale des échantillons traités conduit à mettre l’accent sur les différences entre groupes socioéconomiques contrastés (urbain/rural, scolarisé ou non, etc.), au détriment des logiques locales.
18Ces contraintes ont pu être, en grande partie, contournées par les données recueillies dans le cadre du programme Slam. Les analyses qui suivent s’appuient sur les données de l’enquête renouvelée qui permet un suivi de chaque personne recensée au moins une fois au cours de la période 1976-2009, de telle sorte que l’état (vivant, décédé ou pas encore né) et la situation de résidence sont connus à chacun des recensements. On peut ainsi calculer, à l’échelle exhaustive des villages et sans attrition, des indicateurs sur la survie des individus recensés. En revanche, ces données ne prennent pas en compte les événements doubles, comme les naissances suivies de décès ou d’émigration, survenus entre deux recensements. Il ne s’agit donc pas d’un suivi longitudinal strict, mais d’un suivi semi-longitudinal. Les indicateurs prennent en compte la population résidente (personnes présentes et personnes absentes pour moins de trois mois).
2. Le quotient de mortalité perspectif
19Pour évaluer la mortalité des enfants en fonction de leur environnement familial, nous avons retenu une approche couplant deux types d’observation : l’une transversale, qui décrit l’enfant et son groupe domestique à une date précise (celle d’un recensement) ; l’autre longitudinale, qui enregistre le devenir de l’enfant dans les années qui suivent ce recensement. Ces données permettent alors de calculer des risques de décéder en fonction de la configuration familiale initiale et, par comparaison, d’apprécier le différentiel de mortalité lié à l’environnement familial. En toute rigueur, il serait souhaitable de connaître l’environnement familial de l’enfant à tout moment, et donc lors de son décès éventuel ; cependant il n’est pas envisageable de saisir cette information dans un contexte où les structures familiales sont complexes et changeantes (voir le chapitre 3). Cette limite s’applique en particulier aux enfants qui ont émigré après le recensement. L’observation de l’environnement familial à la date initiale (au plus cinq ans avant le décès) est cependant préférable à une observation postérieure à l’événement, comme le font les enquêtes rétrospectives.
20L’indicateur de mortalité retenu mesure la mortalité des enfants de 0 à 4 ans au moment du recensement (t), pendant les cinq années civiles qui suivent. Il s’agit donc du quotient perspectif de mortalité entre les âges révolus 0-4 ans et 5-9 ans (figure 2).
21Compte tenu des données disponibles, nous avons calculé cet indicateur sur cinq périodes, la première calée sur le premier recensement national disponible (Recensement général de la population et de l’habitat, décembre 1976), les autres sur les recensements locaux quinquennaux (1988, 1994, 1999, 2004).
22Ce quotient perspectif mesure la mortalité à des âges (en moyenne entre 2,5 et 7,5 ans) plus tardifs que le quotient de mortalité infanto-juvénile classique (entre la naissance et le 5e anniversaire). Le premier triangle du diagramme de Lexis (de la naissance à 0-4 ans révolus) n’étant pas pris en compte, on exclut en grande partie la mortalité liée aux facteurs endogènes et aux déterminants maternels (âge, rang de naissance). Le quotient perspectif couvre davantage les décès liés aux conditions de vie et à l’environnement ; il est donc adéquat pour étudier des différentiels de mortalité liés aux comportements.
23La figure 2 compare l’indicateur retenu avec l’indicateur classique pour la zone d’étude. Comme attendu, le quotient perspectif est nettement plus bas que le risque de décéder avant le 5e anniversaire, mais les tendances des deux indicateurs sont tout à fait comparables. Les analyses seront menées en distinguant trois périodes, ajustées aux tendances observées : la période quinquennale qui suit le recensement de 1976 pour la première, celle qui suit les recensements de 1988 et 1994 pour la deuxième, et celle qui suit les recensements de 1999 et 2004 pour la troisième. Au total, la base compte 3 329 observations (enfants de 0 à 4 ans) et 225 décès.
Figure 2. Probabilité de décéder avant 5 ans (quotient de mortalité infanto-juvénile) et probabilité pour un·e enfant de 0-4 ans au moment du recensement de décéder dans les 5 ans qui suivent (quotient perspectif)

Source : Slam (Suivi longitudinal au Mali)/Enquête biographique 1988-2009 pour le quotient de mortalité infanto-juvénile et enquête renouvelée 1988-2009 pour le quotient perspectif.
3. Les indicateurs sur l’environnement familial des enfants
24Nous avons retenu trois ensembles d’indicateurs sur l’environnement familial de l’enfant, chacun renvoyant à un type de facteur ou de mécanisme susceptible de peser sur les chances de survie de l’enfant.
a. Morphologie du groupe domestique
25Cette catégorie réunit différents indicateurs sur la taille et la complexité du groupe domestique. Ces indicateurs sont construits pour approcher la densité du réseau relationnel au sein de l’espace familial, et par là même l’importance des contrôles communautaires qui s’y exercent. Plus ce réseau relationnel est dense et diversifié, plus il insère les individus dans un maillage de droits et de devoirs, pesant sur la marge de manœuvre individuelle (Holten, 2013). Cette situation peut notamment jouer sur une démarche de soins en cas de maladie de l’enfant, du fait de la pluralité des personnes susceptibles d’intervenir dans la prise de décision, de la diversité éventuelle de leurs points de vue et des règles de préséance entre elles, toutes choses susceptibles de ralentir ou d’entraver une prise de décision rapide.
26Quatre indicateurs sur la morphologie du groupe domestique (zun) ont été retenus :
- sa taille (nombre d’individus de tous âges y résidant) ;
- sa structure mono- ou polynucléaire (approchée par le nombre d’hommes mariés) ;
- la présence de la polygamie (au moins un homme polygame) ;
- le poids statistique de la cellule nucléaire du responsable familial (le zunso, son/ses épouses et ses enfants) au sein de la zun.
b. Les ressources de la zun
27Les ressources de la zun sont susceptibles de peser sur la survie de l’enfant à différents titres : en termes de disponibilité alimentaire et d’accès aux soins pour les ressources économiques et matérielles, en termes de surveillance et d’attention à l’enfant pour les ressources humaines. Différents indicateurs permettent d’en rendre compte :
- Pour les ressources économiques et matérielles, nous avons construit un indicateur relatif de niveau socioéconomique des zun combinant la possession de moyens agricoles (charrue, multiculteur, bœuf), de moyens de transport (charrette, cheval, âne, vélo, moto) et de moyens d’information (radio, télévision, téléphone). Cet indicateur n’est disponible qu’en 1988 et en 2009. Il se décline en trois classes : la première correspond au premier quartile (niveau socioéconomique faible), la deuxième au niveau moyen qui regroupe la moitié des zun, et la dernière au dernier quartile (niveau supérieur). Cet indicateur permet de tester si, dans les conditions d’homogénéité socioéconomique de la population étudiée4, une hiérarchie relative de ressources peut néanmoins avoir un effet perceptible sur la survie des enfants. À titre alternatif, un indicateur sur la force de travail agricole (nombre d’hommes âgés de 15 à 59 ans) a été utilisé sur l’ensemble des recensements comme proxy du niveau économique de la zun.
- L’indicateur de ressources humaines évalue la disponibilité de personnes susceptibles de s’occuper des enfants en plus des mères : il comptabilise les jeunes femmes célibataires et les femmes âgées de plus de 50 ans (soit les femmes sans jeunes enfants à charge) présentes dans la zun. Enfin, pour approcher la concurrence éventuelle entre enfants dans l’accès aux ressources, nous avons pris en compte le nombre d’enfants de 0 à 4 ans dans la zun.
c. La place de l’enfant au sein du groupe domestique
28La place de l’enfant au sein du groupe domestique fait l’objet de la dernière série d’indicateurs. On considère ici que l’attention et la prise en charge de l’enfant (soins de santé, suppléments d’alimentation, surveillance…) sont susceptibles de varier selon la présence dans la zun de personnes qui lui sont proches et, le cas échéant, se traduire par une surmortalité des enfants dont l’intégration est moindre. Pour mesurer le rôle de l’entourage proche de l’enfant, trois variables sont prises en compte :
- la présence des parents biologiques (information disponible à partir de 1994) ;
- la relation de parenté de l’enfant avec le zunso ;
- le poids statistique de la cellule nucléaire du responsable économique au sein de la zun, variable déjà citée dans la première catégorie, et reprise ici comme un indicateur sur la privatisation des relations familiales.
29La répartition de la population étudiée (enfants de 0 à 4 ans au recensement) selon ces indicateurs est donnée en Annexe.
IV. Une mortalité dans l’enfance peu sensible aux caractéristiques du groupe domestique
30Le tableau 1 compare les niveaux de mortalité des enfants selon les caractéristiques de leur groupe domestique. Les indicateurs convergent pour rendre compte d’une influence faible, sinon insignifiante, des caractéristiques de la zun sur la survie des enfants.
1. Morphologie de la zun
31L’hypothèse de conditions moins favorables à la survie des enfants dans les groupes domestiques de grande taille et de structure complexe n’est pas validée par les résultats. Certes, sur l’ensemble des observations, des différences s’établissent dans le sens attendu, avec une mortalité plus élevée pour les enfants appartenant à des groupes domestiques polynucléaires, de grande taille, dont la composition dépasse largement la cellule nucléaire du zunso, et où la polygamie est présente. Mais ces différences sont rarement significatives et peu stables sur la durée. Des écarts significatifs ne s’observent que pour deux variables. D’une part, la pratique de la polygamie au sein de la zun, qui augmente de plus de 50 % la mortalité sur l’ensemble des périodes et la double quasiment sur la période récente. Le différentiel de mortalité lié à la polygamie n’était pas significatif sur la période ancienne mais s’est imposé et renforcé avec le temps. D’autre part, on observait dans les années 1970 un différentiel significatif selon la structure mono/polynucléaire de la zun, mais il serait sans doute prématuré de tirer une conclusion de ce résultat, qui ne se retrouve pas aux périodes d’observation ultérieures.
2. Ressources du groupe domestique
32Si l’hypothèse d’un différentiel de mortalité associé aux ressources économiques et matérielles de la zun pouvait sembler incontournable, elle ne reçoit aucune validation dans les données. À 20 ans d’écart, les indicateurs sur les ressources conduisent au même résultat : un·e enfant n’a pas plus de chance de survie en appartenant au quart des zun les mieux dotées qu’en appartenant au quart des plus pauvres. Rappelons cependant que les écarts socioéconomiques sont très limités et que le niveau de ressources est relativement volatile, compte tenu des aléas climatiques et familiaux auxquels sont exposées les familles. Un revers agricole, le décès d’un·e adulte qui travaille, la scission de la zun sont autant de facteurs qui peuvent conduire à une baisse rapide des ressources (céréales, matériel agricole, bœufs, etc.). Disponible sur l’ensemble des périodes, l’indicateur sur la force de travail ne met pas davantage en évidence un effet positif des zun les mieux dotées. La seule différence (faiblement significative), observée sur la période la plus ancienne, va dans le sens opposé ; elle est à rapprocher de la surmortalité observée sur cette période au sein des groupes domestiques de grande taille et de structure polynucléaire.
33Concernant la capacité de la zun à disposer de personnes pour s’occuper des enfants (nombre de jeunes femmes et de femmes âgées), là encore aucune différence de mortalité ne ressort. Enfin, on aurait pu envisager qu’une pression accrue sur les ressources disponibles, quand le nombre d’enfants est élevé, se répercute sur leurs chances de survie. Mais une nouvelle fois, la réponse est mitigée. En effet, si des différences statistiquement significatives s’observent en fonction du nombre d’enfants de moins de 5 ans, le sens des différences varie selon les périodes et aucune confirmation n’est apportée en prenant en compte un groupe d’âges plus large (0-14 ans, résultats non présentés). On se gardera donc de conclure à un effet de concurrence entre enfants sur les ressources se traduisant par des différentiels de mortalité.
3. Place de l’enfant au sein du groupe domestique
34Le postulat qu’un individu accorde une attention privilégiée à ses proches est, implicitement ou explicitement, largement répandue. La question de la vulnérabilité des enfants ne cohabitant pas avec leurs parents biologiques est régulièrement débattue dans la littérature sans conduire à des résultats univoques ; nos résultats n’étayent pas l’hypothèse du rôle central de la présence de la mère pour la survie des enfants, pour le moins quand les enfants ont dépassé les premiers mois de vie. Que l’on prenne en considération la survie des parents, la présence de la mère et/ou du père, ou encore la relation de parenté de l’enfant avec le responsable familial, le risque de mortalité est équivalent. Les groupes domestiques ayant une dominante nucléaire ne se distinguent pas non plus par une mortalité significativement plus faible des enfants.
35En définitive, il s’avère quasiment impossible d’identifier un critère attaché à l’unité familiale ou à la place qu’y occupe l’enfant qui jouerait au détriment de sa survie. Ce résultat général est valable tant sur l’ensemble de la période 1976-2009 que pour les trois périodes séparément. La question d’un éventuel désavantage au sein de certaines familles reste ouverte sur deux points : au sein des familles polynucléaires pour la période la plus ancienne, au sein des groupes domestiques avec présence de polygamie pour les périodes plus récentes.
Tableau 1. Probabilité pour un·e enfant de 0 à 4 ans au recensement t de décéder dans les cinq années selon les caractéristiques de la zun à la date t (quotient perspectif), par période (‱)

4. Des résultats confirmés par les régressions logistiques
36Des régressions logistiques ont été réalisées afin de préciser ces conclusions, en vérifiant l’effet propre des différents indicateurs après contrôle des autres variables. Quatre modèles sont présentés, un pour l’ensemble de la période couverte (1976-2009) et un autre pour chacune des trois sous-périodes (tableau 2). Ces modèles sont construits à partir des mêmes variables que celles qui ont été testées dans l’analyse bivariée, en ajoutant la période d’observation comme variable de contrôle dans le modèle 1976-2009.
37Globalement, les résultats des analyses bivariées sont confirmés par l’analyse multivariée et peu de variables ont un effet propre (sign. au seuil de 10 %) sur le risque de décès des enfants, quelle que soit la période étudiée. À l’échelle de l’ensemble de la période, les seules différences qui ressortent sont liées à la polygamie, au nombre de femmes sans jeunes enfants à charge et au nombre de jeunes enfants (0 à 4 ans). Nous allons les examiner une à une.
38L’effet négatif de la polygamie sur la survie des enfants, déjà constaté par l’analyse bivariée, est confirmé. Les enfants vivant dans un groupe domestique comptant au moins un homme polygame ont un risque de décès plus élevé (OR = 1) que celles et ceux vivant dans un groupe sans polygames (OR = 0,7). À l’échelle des sous-périodes, ce résultat ne s’observe que pour la période la plus récente. Le fait que ce facteur agisse indépendamment de la taille de la zun, et uniquement en fin de période, ne nous incline pas à l’interpréter comme le résultat de la dilution des ressources liée à la grande taille des unités polygames.
Tableau 2. Facteurs associés à la mortalité des enfants : régression logistique, rapport des chances (odds ratio)

39Le deuxième facteur ayant un effet sur la mortalité des enfants (non observé dans l’analyse bivariée) concerne leur prise en charge, mesurée par la présence de jeunes filles et de femmes âgées dans la zun, soit la population féminine sans jeunes enfants à charge et disponible pour aider les mères. Les enfants appartenant à une zun sans jeunes filles ou femmes âgées ont une probabilité de décès supérieure aux autres (OR = 1,6). Autrement dit, et c’est le résultat attendu, la survie des enfants est meilleure quand leur prise en charge peut être partagée avec – ou déléguée à – d’autres personnes qui n’ont pas d’arbitrage à faire entre les enfants des autres et leurs propres enfants. Mais à l’échelle des sous-périodes, c’est seulement dans la période intermédiaire (1988-1999) que cet effet est significatif (OR = 2,1) ; par conséquent, la portée explicative de ce résultat est discutable. Il est en effet difficile d’expliquer pourquoi ce facteur a, ou n’a pas, d’effet d’une période à l’autre alors que les conditions d’existence et de prise en charge des enfants ont peu changé.
40Le troisième facteur qui joue sur la mortalité des enfants est lié au nombre de jeunes enfants (0-4 ans) présents dans la zun. Le résultat est là encore difficile à interpréter, la relation entre le nombre d’enfants et la mortalité étant convexe. Selon l’hypothèse de la pression sur les ressources, à niveau de ressources égales, plus il y a d’enfants, plus les besoins d’alimentation, de soins, de prise en charge sont importants, et plus la quantité de ressources par tête est faible, ce qui devrait accroître la mortalité. Nos résultats ne confortent que partiellement cette relation. En effet, il existe bien une surmortalité dans les zun comptant beaucoup d’enfants (au moins trois enfants de 0 à 4 ans), mais celle-ci disparaît au cours du temps.
41En résumé, l’analyse multivariée, pas plus que l’analyse bivariée, ne permet d’identifier des facteurs constitutifs de l’environnement familial ayant un effet sur la mortalité des enfants, de façon stable au cours du temps ou présentant une évolution régulière. Ainsi les variations observées, même quand elles sont statistiquement significatives, ne semblent pas relever d’une logique d’ensemble qui pourrait donner lieu à une interprétation en termes d’effets spécifiques des configurations familiales sur la survie des enfants.
V. Discussion et conclusion
42Grandir dans un même environnement écologique, économique et culturel soumet-il les enfants à des risques de mortalité identiques ? L’égalité face à la mort est-elle davantage vérifiée en situation de forte mortalité, recule-t-elle avec la progression de la transition sanitaire ? Nous avons examiné ces questions à l’échelle d’une population rurale malienne, en mettant la focale sur l’environnement familial comme facteur de différenciation des risques de décès des enfants.
43Notre démarche est spécifique à plusieurs titres. D’une part, l’homogénéité de la population, inscrite dans le protocole d’enquête, permet de contourner les comparaisons classiques entre catégories opposées (urbains/ruraux, diplômés/non diplômés, riches/pauvres), pour ajuster l’observation sur les structures et logiques internes à la population. D’autre part, les données permettent de répondre aux contraintes liées à la question traitée, d’abord en s’intéressant à l’unité familiale pertinente dans la prise en charge des individus (le groupe domestique et non le ménage), ensuite en permettant une mesure prospective de la mortalité en fonction des configurations familiales initiales (et non à la date de l’enquête alors que le décès a déjà eu lieu), enfin en fournissant des indicateurs sur le temps long (33 ans). À notre connaissance, de telles conditions sont rarement remplies simultanément. Cependant, il existe aujourd’hui de nombreux sites de suivi démographiques (HDSS-Health and demographic surveillance system) en Afrique qui, moyennant des protocoles différents, permettraient probablement de tester à plus large échelle et dans des contextes différents, la démarche et les hypothèses adoptées dans notre étude.
44L’indicateur de mortalité retenu mesure la probabilité pour les enfants de 0 à 4 ans au recensement de décéder dans les cinq années. Cet indicateur particulier répond au format de nos données, mais aussi au souci de saisir les différences de mortalité produites par l’environnement familial, au travers des traitements réservés à l’enfant. Il permet en effet d’exclure, dans une large mesure, les causes de mortalité endogènes de la première année de vie. Cependant, il n’échappe pas à un effet de sélection : les décès en début de vie qui seraient le résultat de négligences, par exemple pour certaines catégories de naissances indésirables (comme les grossesses préconjugales), ne sont pas captés par notre indicateur. Les différentiels de mortalité sont mesurés parmi les enfants qui ont survécu aux risques du début de la vie. Il existe également des limites aux indicateurs sur l’environnement familial, saisis au début de la période d’observation alors que le risque de décéder est mesuré sur cinq années, intervalle au cours duquel cet environnement peut se transformer. La démarche ne permet donc pas de mesurer l’effet à court terme d’un changement familial, par exemple le décès d’enfant consécutif à celui de la mère ; cependant, ce type de surmortalité liée à un choc est sans doute rare aux âges traités en comparaison de celui de la période néonatale et post-néonatale.
45Notre étude a été construite autour de deux grilles de lecture concurrentes. L’une souligne la portée homogénéisatrice de l’organisation sociale et familiale, permettant à la fois de compenser les défaillances individuelles dans la prise en charge des enfants et de freiner la privatisation de certaines relations et comportements de favoritisme. L’autre relativise cette vision communautaire et solidaire en soulignant les tensions présentes dans toute dynamique relationnelle et leur traduction possible en inégalités de traitement à l’intérieur des unités familiales, comme entre unités familiales.
46Nos résultats appuient très largement la première grille de lecture. Nous avons testé de nombreux indicateurs relevant de la morphologie du groupe domestique, des ressources humaines et matérielles qu’il mobilise, ou encore de la position de l’enfant au sein de l’espace relationnel familial. S’il y avait une dynamique de production d’inégalités de survie associée aux structures familiales, on s’attendrait sinon à une convergence des résultats des différents indicateurs, du moins à une cohérence d’ensemble qui permettrait de délimiter des lignes d’interprétation. Ce n’est pas le cas. La plupart des indicateurs sont associés soit à l’absence de différence significative de mortalité, soit à une différence ponctuelle ou irrégulière dans le temps, incompatible avec un cadre interprétatif où la mortalité des enfants serait dépendante des configurations familiales. Seule exception, la présence de la polygamie s’impose sur les deux dernières décennies avec un effet d’autant plus négatif et significatif que la période est récente. Il est possible que cela traduise la reconfiguration de la pratique polygamique, principalement alimentée par les femmes en rupture d’union, et de plus en plus rarement par les femmes en début de vie féconde (Hertrich, 2006). Ainsi, les enfants appartenant à des familles polygamiques se distinguent peut-être davantage des autres sur la période récente que dans le passé. Les données traitées dans le cadre de ce chapitre ne permettent pas de tester plus avant cette hypothèse et ne permettent pas non plus de trancher clairement l’effet de la polygamie sur la survie des enfants au regard des résultats contrastés déjà observés (voir supra), compte tenu du caractère récent pour la population étudiée de l’effet négatif observé.
47Le fait que l’on n’observe pas de différence significative de mortalité ni d’apparition de différence de mortalité (en dehors de l’indicateur de polygamie) à mesure que la transition sanitaire progresse est certainement à considérer comme un résultat à part entière. Il peut être compris et précisé en référence à deux lignes d’interprétation : la place des stratégies nationales de santé et la régulation sociale organisée à l’échelle communautaire. D’une part, les caractéristiques de la première phase de la transition sanitaire sont certainement une dimension à prendre en compte pour expliquer cette diffusion homogène des progrès. En effet, quand la baisse de la mortalité part d’un niveau élevé, l’essentiel des gains en espérance de vie est dû au recul des maladies infectieuses. Des programmes de masse, comme les campagnes de vaccination, peuvent alors avoir des effets considérables sans nécessiter une mobilisation volontariste des familles. Dans la zone d’étude, comme plus largement au Mali, les campagnes de vaccination sont réalisées gratuitement dans les villages : le jour des vaccinations est annoncé à l’avance dans chaque village, le personnel des centres de santé s’y déplace et convoque l’ensemble des enfants. Il n’y a donc pas de raison pour que des enfants ne bénéficient pas de la vaccination, sauf cas d’absence ou choix délibéré du parent (une situation qui a pu exister dans le passé, mais qui est révolue aujourd’hui).
48Mais la santé des enfants ne dépend pas que de ces actions de santé publique, les soins quotidiens et l’alimentation comptent également. L’absence de différentiels de mortalité liés à l’environnement immédiat de l’enfant appuie l’hypothèse de l’efficacité de l’organisation sociale et familiale à contrer les risques de traitements inégalitaires ou à en amortir les conséquences : s’il existe des inégalités de traitements en fonction de l’environnement familial, celles-ci n’aboutissent pas à la production de risques de décéder différents pour les enfants. Les normes égalitaires et les entraves à la distinction, extrêmement présentes dans cette population, ne sont pas que des abstractions, et semblent assez puissantes pour entraver les pratiques de discrimination conduisant au décès. Ainsi, dans cette population, la première étape de la baisse de la mortalité a pu profiter à l’ensemble des enfants.
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Annexe
Évolution de la répartition (%) des enfants selon différentes caractéristiques de la zun

Notes de bas de page
2 Pour une description détaillée de la population et du contexte démographique et socioéconomique de la zone d’étude, voir le chapitre 1.
3 Environ 25 % des filles et 15 % des garçons réalisent une migration pour confiage avant l’âge de 12 ans (Lesclingand et al., 2016).
4 Rappelons qu’au regard des variables classiques sur l’activité ou l’habitat, la population est extrêmement homogène : toutes les familles vivent de l’agriculture et l’écrasante majorité répond aux mêmes critères d’habitat et de confort. Ainsi, en exploitant les données du recensement national de 2009 pour les sept villages étudiés, on constate que 98 % de la population vit dans le même type d’habitat (murs et toit en banco, sol en terre battue), s’approvisionne en eau au puits (97 %), avec un éclairage d’appoint par lampe torche à pile (66 %) ou lampe à pétrole (24 %), plus rarement par panneau solaire (7 %), avec comme lieu d’aisance la brousse (deux tiers des cas) ou des latrines.
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